Estimación del Tipo de Cambio Real de Equilibrio en la República

SERIE DE ESTUDIOS ECONOMICOS
No. 8
Estimación del Tipo de Cambio Real de
Equilibrio en la República Dominicana
Banco Central
de la República Dominicana
Gobernador
Héctor Valdez Albizu
Vice-Gobernadora
Clarissa de la Rocha de Torres
Gerente
Ervin Novas Bello
Subgerente de Políticas Monetaria, Cambiaria y
Financiera
Joel Tejeda Comprés
Vásquez-Ruíz, Harold A.; Rivas Cueto, Rafael
Impacto Fiscal del DR-CAFTA en la República Dominicana/ Vásquez-Ruíz, Harold A.; Rivas Cueto,
Rafael.- Santo Domingo: Banco Central de la República Dominicana, 2012.
20 p. – (Serie de estudios económicos; 8)
ISBN POR DEFINIR
1. Tipo de cambio real, 2. Cointegración, 3. Desequilibrio
© 2012
Publicaciones del Banco Central de la República Dominicana
Diseño y arte de la cubierta:
Lourdes Periche: Agencia Creativa, S.A.
Diagramación e impresión:
Subdirección de Impresos y Publicaciones
Banco Central de la Republica Dominicana
Ave. Dr. Pedro Henríquez Ureña, Esq. Leopoldo Navarro,
Santo Domingo de Guzmán, Republica Dominicana
Impreso en la Republica Dominicana
Printed in the Dominican Republic
Nota del Editor
El Banco Central de la República Dominicana pone a disposición del público un nuevo
trabajo de la Serie de Estudios Económicos donde se plasman las investigaciones de
carácter económico realizadas por los funcionarios y técnicos de la institución sobre
temas macroeconómicos relevantes. En este número presentamos el estudio Estimación
del Tipo de Cambio Real de Equilibrio en la República Dominicana, de la autoría de Harold A.
Vásquez-Ruíz, y Rafael Rivas Cueto quienes son parte del equipo del Departamento
Internacional del BCRD.
Este estudio estima la relación de equilibrio que existe entre el tipo de cambio real y las
variables fundamentales que lo determinan, para posteriormente cuantificar la
desviación estimada del tipo de cambio real respecto al que sugieren sus
fundamentales.
Joel Tejeda Comprés
Sub Gerente Técnico de Políticas Monetaria, Cambiaria y Financiera
Estimación del Tipo de Cambio Real de Equilibrio en la
República Dominicana
Harold A. Vásquez-Ruíz*
Rafael A. Rivas Cueto†
20 de diciembre de 2012
Resumen
Este trabajo estima la relación de equilibrio que existe entre el tipo de cambio real y las
variables fundamentales que lo determinan. La indeterminación del orden de integración de
algunas variables fundamentales nos lleva a emplear tests de existencia de cointegración que
no son los estándares. Sin embargo, concluimos que existe una relación de cointegración entre
las variables fundamentales y el tipo de cambio real. Las estimaciones muestran que el tipo de
cambio real multilateral presenta un desequilibrio menor al 1 %, mientras que el tipo de cambio
real bilateral presenta un desequilibrio que llega a magnitudes de -4.45 % lo que sugiere una
apreciación real del tipo de cambio bilateral para regresar al nivel de equilibrio.
Abstract
This paper estimates the equilibrium relationship between the real exchange rate and the fundamental variables that determine it. The integration order indetermination of some of the fundamental variables lead us to employ non-standard cointegration tests. Nevertheless, we are
able to establish a cointegration relation among the fundamentals and the real exchange rate.
We find disequilibrium of less than 1 % when analyzing the multilateral real exchange rate and
a -4.45 % disequilibrium in the bilateral real exchange rate which suggest a real appreciation of
the multilateral exchange rate in order to get back to equilibrium levels.
Palabras claves: Tipo de cambio real, Cointegración, Desequilibrio, Pesaran.
Clasificación del JEL: F31, C22, C32.
*
Subdirector. Subdirección de Estudios Macro Internacionales (SEMI). Departamento Internacional. Banco Central
de la Reública Dominicana.
†
Técnico Asesor, SEMI. Este documento se inició durante la visita del Dr. Horacio Catalán al Departamento Internacional en calidad de consultor. Para comentarios contactar a Rafael A. Rivas Cueto por email a
[email protected], o teléfono al 809.221.9111 ext. 3164.
1.
Introducción
El presente trabajo expone la metodología que se está empleando actualmente en la Subdirección de Estudios Macro Internacionales del Departamento Internacional del Banco Central para la estimación del tipo de
cambio real de equilibrio. Las estimaciónes se basan en la metodología del Behavioral Equilibrium Exchange
Rate (BEER) (véase Clark and MacDonald (1998)) la cual nos entrega un tipo de cambio real de equilibrio
determinado por variables fundamentales de la economía tales como la apertura comercial, formación bruta de capital, consumo público y el diferencial de tasas de interés real entre República Dominicana y los
Estados Unidos.
El análisis empírico que se desarrolla en este documento es de carácter positivo, si bien se incluye alguna
que otra conjetura al momento de exponer los resultados, la meta principal es mostrar los resultados tal
cual sin involucrarnos en emitir juicios de valor. Nuestras estimaciones muestran que el tipo de cambio real
multilateral al primer trimestre del 2012 presenta un desequilibrio menor al 1 %, mientras que el tipo de
cambio real bilateral presenta un desequilibrio estimado que llega a magnitudes de -4.45 % lo que sugiere
la necesidad de una apreciación real del tipo de cambio bilateral para regresar al nivel de equilibrio.
Cabe destacar que la indeterminación del orden de integración de algunas variables fundamentales nos
lleva a emplear tests de existencia de cointegración que no son los estándares. Sin embargo, concluimos
que existe una relación de cointegración (esto es, de largo plazo) entre las variables fundamentales y el tipo
de cambio real. Para llegar al tipo de cambio real de equilibrio estimado se toman los coeficientes de la
relación de cointegración y se le aplican a la versión tendencia-ciclo de las variables fundamentales para
luego ser comparado con el tipo de cambio real de equilibrio observado y determinar los desequilibrios en
cada momento del tiempo.
Lo que resta del documento se organiza de la siguiente manera: la sección 2 brinda una breve descripcción
de los datos utilizados en el análisis; la sección 3 trata la metodología empírica que se utiliza; la sección 4
muestra los resultados; por último, la sección 5 concluye.
2.
Datos
Para llevar acabo el análisis utilizamos series trimestrales de tipo de cambio real multilateral y bilateral
obtenidas y/o construidas utilazando datos del International Financial Statistics del Fondo Monetario Internacional (IFS-FMI); series de exportaciones e importaciones reales, formación bruta de capital real, consumo
público real, producto interno bruto real, tasas de interés nominal e inflación obtenidas de la web del Banco
Central de la República Dominicana; por último, series de tasas de interés de los bonos del tesoro de Estados Unidos e inflación obtenidas del Federal Reserve Economic Data (FRED). La ventana de tiempo que
2
cubrimos va desde el primer trimestre del año 1992 hasta el primer trimestre del año 2012.
Para el caso del tipo de cambio real multilateral tomamos el Real Exchange Rate Index del IFS-FMI calculado
de la siguiente manera:
T CRM =
e
∑n
IP Cj × IT CNj
k=1 {Wtij ×ln(IP Ci ×IT CNi )}
(1)
Donde j es el país para el cual se calcula el tipo de cambio real multilateral, en nuestro caso la República
Dominicana, n es el número de socios comerciales de j, i es un socio comercial, Wtij es el peso que se le da a
cada socio comercial en el calculo del tipo de cambio, IP C es el Índice de Precios al Consumidor y el IT CN
es un Índice de Tipo de Cambio entre la moneda del país j y el Dólar de Estados Unidos.
Además del multilateral, también estimamos diferentes versiones del Tipo de Cambio Real Bilateral (TCRB)
con respecto a los Estados Unidos que difieren en el índice de precios que se utiliza para el socio comercial.
Calculamos los Índices de Tipo de Cambio Real Bilateral de la siguiente manera:
T CRB =
IP Cj
IPi × T CN
(2)
Donde IP Cj es el Índice de Precios al Consumidor de la República Dominicana, T CN representa el tipo
de cambio nominal entre el Peso dominicano y el Dólar estadounidense mientras que IPi es un índice de
precios de los Estados Unidos. Para la versión I del TCRB (TCRB I) utilizamos como IPi el Índice de Precios al
Consumidor de los Estados Unidos (IP Ci ), para el TCRB II utilizamos el Índice de Precios al Productor de los
Estados Unidos (IP Pi ) y para el TCRB III utilizamos el Índice de Precios al Por Mayor de los Estados Unidos
(IP Mi ). Cabe notar que el TCRM viene ya calculado por el FMI, mientras que los TCRB los calculamos
utilizando data exclusivamente del FMI1 .
Las siguientes variables: apertura comercial (ACP), formación bruta de capital (FBCP), consumo público
(CPUP), estas tres anteriores expresadas en logarítmos y como porcentaje del PIB, y el diferencial de tasas de
interés real entre República Dominicana y Estados Unidos de América (RD), fueron construídas utilizando
data del Banco Central de la República Dominicana al igual que data de la Reserva Federal de los Estados
Unidos. Los Cuadros 1 y 2 al final de este documento presentan el análisis de estacionariedad de las series
mencionadas en esta sección. Respecto a los índices de tipo de cambio, el análisis de estacionariedad apunta
a que son series estacionarias en niveles; sin embargo, el mismo análisis no es concluyente en el caso de las
variables fundamentales ya que, dependiendo de la especificación de los diferentes tests, los resultados de
estacionariedad varían. Esto último nos complica un poco el establecimiento de una relación de equilibrio o
largo plazo entre nuestras variables, punto que es tratado más a detalle en la próxima sección. Cabe destacar
1
Años Base: TCRM: 2005=100. TCRB (todos): 2005Q4=100.
3
que por el momento no contamos con una medida satisfactoria de los términos de intercambio externos de
la República Dominicana, razón por la cual dicha variable no está incluida como variable fundamental en
nuestro análisis.
3.
Metodología
Estimamos la siguente ecuacion:
ln(tcr) = β T X + ϵ,
(3)
donde ln(tcr) es el logarítmo natural del tipo de cambio real, β es el vector de coeficientes de largo-plazo y X
es el vector de las variables fundamentales que determinal el tipo de cambio real, estas son: apertura comercial (ACP), formación bruta de capital (FBCP), consumo público (CPUP), estas tres anteriores expresadas en
logarítmos y como porcentaje del PIB, y el diferencial de tasas de interés real entre República Dominicana y
Estados Unidos de América (RD). Luego, se toman los coeficientes que se obtienen de la estimación de (3) y
se le aplican a la versión tendencia-ciclo de las variables fundamentales para así construir el tipo de cambio
real de equilibrio.
Cabe notar que al momento de construir el tipo de cambio real de equilibrio la literatura empírica existente
utiliza la versión de las variables fundamentales que entrega el filtro de Hodrick and Presco (1997); dado
que dicho filtro sobre suaviza la trayectoria de las variables, decidimos optar por la versión tendencia-ciclo
de las mismas ya que refleja el hecho de que el tipo de cambio real de equilibrio se debería ver afectado por
la dinámica de las variables fundamentales y no quedarse tan estático como sugiere el filtro de Hodrick and
Presco (1997)2 .
Estimamos el tipo de cambio real de equilibrio mediante dos metodologías distintas: Dynamic Ordinary Least
Squares (DOLS) y Vector Autoregression (VAR). La estimación DOLS de Stock and Watson (1993) simplemente agrega términos rezagados y adelantados de ambas, la variable dependiente y las independientes, a la
estimación de (1)3 . Cabe notar que el error estándar de cada uno de los coeficientes estimados por DOLS
está dado por el uso de la metodología de Newey and West (1987) la cual nos entrega una estimación consistente de la matriz de varianzas y covarianzas que es utilizada para la estimación de nuestro modelo. Esto
garantiza que los parámetros y sus respectivos errores estándar estén estimados de manera consistente lo
que nos permite hacer buena inferencia. En el caso del VAR seguimos Johansen (1988) y estimamos un VAR
especificado por la siguiente ecuación:
∆Yt = C + ΓYt−1 +
2
3
∑
Zi ∆Yt−i + ϵt
(4)
De todas formas se llevó a cabo el ejercicio utilizando el filtro HP y los resultados están disponibles a petición.
Los términos de rezagos y adelantos fueron seleccionados siguiendo el criterio de información de Schwarz (1978).
4
donde Γ: matriz (n×n), Zi : matriz (n×n) de coeficientes e Y: TCR y sus variables fundamentales.
Hasta este momento sólo hemos mencionado las técnicas econométricas que empleamos para estimar los
coeficientes de las variables que determinan el tipo de cambio real, sin hacer mención alguna sobre la verificación de si realmente existe una relación de equilibrio entre estas variables y el tipo de cambio real. En
la litaratura existente, la aproximación que se toma es la de establecer una relación de largo plazo entre las
variables del modelo utilizando, por ejemplo, una metodología ya establecida en la literatura como lo es la
de Engle and Granger (1987). Sin embargo, como se establece en Enders (2010), para poder utilizar los tests
convencionales de cointegración es necesario que las variables en cuestión sean integradas del mismo orden
lo cual no aplica a nuestro caso. Podemos enfrentar este inconveniente de dos formas distintas: por un lado,
podemos tomar un camino práctico y quizas muy simplista para la teoría econométrica el cual consiste en
simplemente establecer que los residuos de nuestra estimación, en este caso la estimació mediante DOLS,
son estacionarios lo cual quiere decir que la relación de equilibrio entre nuestras variables es estacionaria
que es, despúes de todo, el fin de los tests de cointegración. Por otro lado, podemos tomar el camino de los
tests de cointegración alternativos que ofrece la literatura económetrica específicamente el test que propone
Pesaran et al. (2001). Dicho test trata el caso en el que algunas de nuestras variables de interés pueden ser
estacionarias alrededor de una tendencia o en primeras diferencias, esto es, el caso en que nos encontramos
con un conjunto de variables integradas de orden cero (I(0)) e integradas de orden uno (I(1)). Esta metodología computa dos conjuntos de valores críticos, uno asuminedo que todas las variables son I(0) y otro
asumiendo que todas las variables son I(1), para así crear un sistema de bandas que permite establecer relaciones de largo plazo en el caso en que las variables sea I(0), I(1) o mutuamente cointegradas. Los Cuadros
1, 2, 3 y 4 al final de este documento presentan los resultados del análisis de estacionariedad de las variables
y de relación de largo plazo entre estas, dichos resultados concluyen que existe una relación de largo plazo
entre el tipo de cambio real y sus variables fundamentales.
Luego de consultar la literatura existente referente al tipo de cambio real de equilibrio concluimos que el
efecto esperado de cada variable fundamental sobre el tipo de cambio real es el siguiente4 : con respecto a
la apertura comercial, una relajación de las restricciones comerciales tiende a disminuir los precios de los
bienes transables lo que a su vez disminuye el nivel general de precios en la economía. Por tanto, una mayor
apertura comercial induce a una depreciación real del tipo de cambio, esto es, esperamos que el signo del
coeficiente que captura este efecto sea negativo (−). Esperaríamos que un aumento en el diferencial de tasas de interés cause una apreciación real del tipo de cambio dado que un aumento en la productividad del
capital generaría un incremento en influjos de capitales, en consecuencia, esperamos que el coeficiente tenga
signo positivo (+)5 . Luego de un aumento en el consumo público, el tipo de cambio real puede responder
de una de dos maneras distintas: primero, si el aumento en el cunsumo público es sesgado hacia el sector no
transable de la economía implicaría una apreciación real del tipo de cambio dado que el incremento en la
4
5
Baffes et al. (1997), Montiel (1999) y Edwards and Ahamed (1986).
El diferencial de tasas sirve como proxy del efecto Balassa-Samuelson. Ver Ricci and MacDonald (2003)
5
demanda interna de la económia causaría un incremento del precio relativo de los bienes del sector no transable; segundo, si este aumento en el consumo es segado hacia el sector transable de la economía, la cuenta
corriente se vería debilitada lo que presionaría el tipo de cambio real a depreciarse; dado lo anterior y el
hecho de que no contamos con datos de consumo público desagregados por sector no transable y transable,
el signo esperado es ambiguo (+/−). Del mismo modo, el efecto de un aumento en la formación bruta de
capital (inversión) sobre el tipo de cambio real depende de si este aumento en la inversión se refleja más
en el mercado de los bienes no transables o en el de los transables. Un aumento en la inversión que tenga
mayor efecto en el mercado de bienes no transables tiende a causar una apreciación real del tipo de cambio,
mientras que si el efecto es mayor en el mercado de los bienes transables tenemos una depreciación real del
tipo de cambio; por lo tanto, el signo esperado es ambiguo (+/−).
Las desviaciones del tipo de cambio real observado respecto al tipo de cambio real de equilibrio estimado
en el periodo t se obtienen de la siguiente manera:
(
Dt =
tcrot − tcret
tcret
)
(5)
Donde tcrot es el tipo de cambio real observado y tcret es el tipo de cambio real de equilibrio estimado. Un
desequilibrio con signo positivo quiere decir que el tipo de cambio real observado se encuentra apreciado
respecto a su nivel de equilibrio por lo que necesitariamos una depreciación real para volver a este. Un
desequilibrio con signo negativo quiere decir que el tcrot se encuantra depreciado respecto a su nivel de
equilibrio, esto es, necesitariamos una apreciación real para volver a este.
4.
Resultados
El Cuadro 5 presenta los coeficientes estimados mediante DOLS y VAR. El resultado más importante de la
estimación de los coeficientes de largo plazo de las variables fundamentales es el hecho de que los signos obtenidos de estas variables se mantienen sin importar la técnica de estimación que se emplea. Como se puede
observar en el Cuadro 5 , el signo negativo del coeficiente asociado a la apertura comercial (ACP) implica
una depreciación real del tipo de cambio en respuesta a una mayor apertura comercial lo cual es consistente con lo expuesto en la sección anterior. Respecto a la formación bruta de capital o inversión (FBCP), el
coeficiente estimado tiene signo positivo, esto es, un aumento en la inversión aprecia el tipo de cambio real
por lo que, basándonos en los expuesto anteriormente, sugiere que aumentos en la inversión afectan más
al mercado de bienes no transables que al mercado de bienes transables. De acuerdo a las estimaciones, un
aumento en el consumo público (CPUP) causa una depreciación real del tipo de cambio lo que sugiere que
el consumo público está más concentrado en el sector de bienes transables de la economía. Por último, el
signo positivo asociado al diferencial de tasas de interés (RD) es el esperado dado lo expuesto en la sección
6
anterior.
El cálculo de las desviaciones del tipo de cambio real observado respecto a su nivel de equilibrio estimado
presenta diferencias entre los dos métodos de estimación utilizados, DOLS y VAR. En el caso en que se estima
por DOLS, podemos observar en el Cuadro 6 que ambos, el tipo de cambio real multilateral (TCRM) y el
tipo de cambio real bilateral calculado con el IPC de Estados Unidos (TCRB I), presentan una desviación al
primer trimestre del 2012 menor al 1 % positivo respecto a su nivel de equilibrio lo que, en estricto rigor,
sugiere la necesidad de una depreciación real del tipo de cambio para volver al mismo. Sin embargo, al
analizar los dos restantes tipos de cambio del Cuadro 6, tipo de cambio real bilateral calculado con el IPP
de Estados Unidos (TCRB II) y tipo de cambio real bilateral calculado con el IPM de Estados Unidos (TCRB
III), la estimación muestra un desequilibrio de -2.17 % en el TCRB II y de -1.53 % en el TCRB III. Lo anterior
sugiere una apreciación real del tipo de cambio real bilateral para regresar al nivel de equilibrio. En la
columna de desequilibrios promedios del año 2011 llama la atención el desequilibrio promedio de -13.19 %
experimentado por el tipo de cambio real bilateral calculado con el IPC de Estados Unidos (TCRB I); lo
anterior, conjeturamos, puede ser explicado en gran parte por el aumento en la tasa de crecimiento del
consumo público como porcentaje del PIB que pasó de -33 % en el último trimestre del 2010 a 20 % en el
primer trimestre del 2012, en conjunto con el coeficiente de -2.15 asociado al consumo público en la estamción
DOLS de la relación de largo plazo el cual es el de mayor magnitud en todas las estimaciones.
El Cuadro 7 presenta los cálculos de desequilibrios utilizando los coeficientes de las estimaciones utilizando VARs. El signo de la desviación al primer trimestre del 2012 de ambos, el tipo de cambio real bilateral
calculado con el IPP de Estados Unidos (TCRB II) y el tipo de cambio real bilateral calculado con el IPM de
Estados Unidos (TCRB III), no cambia con respecto a la estimación mediante DOLS mientras que la magnitud del desequilibrio es un poco mayor, en ambos casos, a la magnitud de los desequilibrios que surgen
de la estimación DOLS. En el caso del tipo de cambio real multilateral (TCRM), el desequilibrio al primer
trimestre del 2012 es de -0.32 % que aunque es negativo, sugiriendo la necesidad de una apreciación real del
tipo de cambio contrario al caso de la estimación DOLS, sigue estando muy cercano al 0 % y por lo tanto a su
nivel de equilibrio. El porcentaje de desequilibrio al primer trimestre del 2012 de -4.45 puntos que muestra
la estimación VAR para el TCRB I, sugiere la necesidad de una apreciación real del tipo de cambio lo cual
contradice lo sugerido por la estimación mediante DOLS6 .
Por último, combinamos ambos métodos de estimación para sugerir que el desequilibrio del tipo de cambio real multilateral (TCRM) se encuentra actualmente entre -0.32 % y 0.91 %; el desequilibrio del tipo de
cambio real bilateral calculado con el IPC de Estados Unidos (TCRB I) se encuentra entre -4.45 % y 0.57 %; el
desequilibrio del tipo de cambio real bilateral calculado con el IPP de Estados Unidos (TCRB II) se encuentra
entre -3.58 % y -2.17 %; mientras que el desequilibrio del tipo de cambio real bilateral calculado con el IPM
6
El Cuadro 8 muestras los desequilibrios calculados que surgen de la versión preliminar del análisis que se realiza
en este trabajo utilizando los índices de tipo de cambio del Consejo Monetario Centroamericano. Dichas estimaciones
están disponibles pendiente requerimiento.
7
de Estados Unidos (TCRB III) se encuentra entre -2.59 % y -1.53 %. De lo anterior podemos concluir que en
el caso del tipo de cambio real multilateral el valor observado está practicamente en línea con su valor de
equilibrio estimado, mientras que el tipo de cambio real bilateral observado se encuentra por debajo de su
valor de equilibrio estimado por lo que vemos necesaria una apreciación real del mismo.
5.
Conclusión
El presente reporte expone la metodología que se está empleando actualmente en la Subdirección de Estudios Macro Internacionales del Departamento Internacional del Banco Central para la estimación del tipo de
cambio real de equilibrio. Las estimaciónes se basan en la metodología del Behavioral Equilibrium Exchange
Rate (BEER) la cual nos entrega un tipo de cambio real de equilibrio determinado por variables fundamentales de la economía tales como la apertura comercial, formación bruta de capital, consumo público y el
diferencial de tasas de interés real entre República Dominicana y los Estados Unidos. Utilizamos el Índice
de Tipo de Cambio Multilateral que construye el Fondo Monetario Internacional y construímos tres variantes del Índice de Tipo de Cambio Bilateral utilizando exclusivamente datos publicados por dicha institución.
Dado que en nuestras series de tipo de cambio real y de variables fundamentales que determinan el tipo de
cambio real tenemos una combinación de series integradas de orden cero I(0) e integradas de orden uno
I(1), utilizamos el test propuesto por Pesaran et al. (2001) para evidenciar la existencia de una relación de
largo plazo entre el tipo de cambio real y sus determinantes fundamentales. Dicho test, no forma parte de los
tests estándar que se utilizan en la literatura existente los cuales exigen que todas las variables del análisis
sean integradas del mismo orden.
Luego de utilizar dos metodologías distintas para estimar los coeficientes de largo plazo de las variables
fundamentales, Dynamic Ordinary Least Squares (DOLS) y Vector Autoregression (VAR), aplicamos dichos coeficientes a la versión tendencia-ciclo de las variables fundamentales para obtener la estimación del tipo de
cambio real de equilibrio. Por último, procedemos a calcular la desviación del tipo de cambio real observado
respecto al equilibrio estimado. De nuestras estimaciones podemos concluir que el tipo de cambio real multilateral al primer trimestre del 2012 presenta un desequilibrio menor al 1 %, mientras que el el caso del tipo
de cambio real bilateral el desequilibrio estimado llega a magnitudes de -4.45 % lo que sugiere la necesidad
de una apreciación real del tipo de cambio bilateral para regresar al nivel de equilibrio.
Es importante destacar que durante la última década el volumen de comercio que se registra con los Estados
Unidos ha seguido una tendencia a la baja. Si bien los Estados Unidos siguen siendo nuestro principla socio
comercial, otros países, como por ejemplo países asiáticos en vía de desarrollo, muestran tendencia a la alza
en lo que se refiere al volumen de comercio que registran con nuestro país. Las Figuras 17 y 18 muestran
la suma de las exportaciones e importaciones de bienes que registran los países antes mencionados con la
8
República Dominicana expresada como porcentaje del valor total de las exportaciones e importaciones de
bienes de la República Dominicana. Lo anterior nos lleva a romper con la idea de que el tipo de cambio real
bilateral es la única variable clave a observar cuando hablamos de tipo de cambio ya que el hecho de que el
volumen de comercio de la República Dominicana se ha estado diversificando entre mas países con el paso
del tiempo nos lleva a darle una importacia significativa al tipo de cambio real multilateral.
Queda pendiente en nuestra agenda de investigación construir una medida confiable y satisfactoria de los
términos de intercambio de la República Dominicana para ser añadida al grupo de variables fundamentales
que determinan el tipo de cambio real.
9
Referencias
Baffes, J., Elbadawi, I. A., and O'Connell, S. A. (1997). Single-equation estimation of the equilibrium real
exchange rate. Policy Research Working Paper Series 1800, The World Bank.
Clark, P. B. and MacDonald, R. (1998). Exchange rates and economic fundamentals - a methodological
comparison of beers and feers. IMF Working Papers 98/67, International Monetary Fund.
Edwards, S. and Ahamed, L. (1986). Economic Adjustment and Exchange Rates in Developing Countries. Number
edwa86-1 in NBER Books. National Bureau of Economic Research, Inc.
Enders, W. (2010). Applied Econometric Time Series. John Wiley & Sons.
Engle, R. F. and Granger, C. W. J. (1987). Co-integration and error correction: Representation, estimation,
and testing. Econometrica, 55(2):251--76.
Hodrick, R. J. and Presco , E. C. (1997). Postwar u.s. business cycles: An empirical investigation. Journal of
Money, Credit and Banking, 29(1):1--16.
Johansen, S. (1988). Statistical analysis of cointegration vectors. Journal of Economic Dynamics and Control,
12(2-3):231--254.
Montiel, P. (1999). Determinats of The Long-Run Equilibrium Real Exchange Rate: An Analytical Model, pages
264--290. New York: Oxford University Press for The World Bank.
Newey, W. K. and West, K. D. (1987). A simple, positive semi-definite, heteroskedasticity and autocorrelation
consistent covariance matrix. Econometrica, 55(3):703--08.
Pesaran, M. H., Shin, Y., and Smith, R. J. (2001). Bounds testing approaches to the analysis of level relationships. Journal of Applied Econometrics, 16(3):289--326.
Ricci, L. A. and MacDonald, R. (2003). Estimation of the equilibrium real exchange rate for south africa. IMF
Working Papers 03/44, International Monetary Fund.
Stock, J. H. and Watson, M. W. (1993). A simple estimator of cointegrating vectors in higher order integrated
systems. Econometrica, 61(4):783--820.
10
Cuadro 1: Tests de raíz unitaria: tipos de cambio real
DF-GLS1
C
C+T
PP1
C
C+T
KPSS2
C
C+T
TCRM
TCRB I
TCRB II
TCRB III
−2.67∗
−3.77∗
−2.68∗
−3.60∗∗
−2.78∗
−3.78∗
−2.85∗
−3.77∗
−2.87∗∗∗
−2.96
−2.44
−2.72
−3.03∗∗
−3.04
−3.06∗∗
−3.06
0.24+++
0.06+++
0.38++
0.10+++
0.20+++
0.08+++
0.17+++
0.08+++
Nota: TCRM: Tipo cambio real multilateral calculado por el
Fondo Monetario Internacional. TCRB I: Tipo cambio real bilateral calculado con el Índice de Precios al Consumidor (IPC)
de Estados Unidos. TCRB II: Tipo cambio real bilateral calculado con el Índice de Precios al Productor (IPP) de Estados Unidos. TCRB III: Tipo cambio real bilateral calculado con el Índice de Precios al Por Mayor (IPM) de Estados Unidos. En todos los casos del bilateral se utiliza el IPC de República Dominicana. DF-GLS: Dickey-Fuller Generalized Least Squares test.
PP: Phillips-Perron test. KPSS: Kwiatkowski-Phillips-SchmidtShin test. C: Constante incluida test de raiz unitaria. C+T: Constante+Tendencia incluidos en test raíz unitaria. 1 Hipótesis nula
(H0 ): la series tiene raíz unitaria. 2 Hipótesis nula (H0 ): la serie
es estacionaria.
∗,∗∗,∗∗∗
Se rechaza H0 al 1 %, 5 % y 10 %.
+,++,+++
No se rechaza H0 al 1 %, 5 % y 10 %.
11
Cuadro 2: Tests de raíz unitaria: variables fundamentales
DF-GLS1
C
C+T
PP1
C
C+T
KPSS2
C
C+T
ACP
FBCP
CPUP
RD
−0.85
−0.98
−1.32
−1.66
−1.41
−1.81
−4.16∗
−5.0∗
−3.99∗
−5.03∗
−4.93∗
−4.86∗
−7.89∗
−8.58∗
−3.18∗∗
−3.22∗∗
0.67+
0.26
0.19+++
0.19+
0.40++
0.08+++
0.25+++
0.06+++
Nota: ACP: Apertura comercial (exportaciones + importaciones) como porcentaje del Producto Interno Bruto (PIB).
FBCP: Formación bruta de capital como porcentaje del PIB.
CPUP: Consumo público como porcentaje del PIB. RD: Diferencial de tasas de interés entre tasa real dominicana
y tasa real estadounidense.DF-GLS: Dickey-Fuller Generalized Least Squares test. PP: Phillips-Perron test. KPSS:
Kwiatkowski-Phillips-Schmidt-Shin test. C: Constante incluida test de raiz unitaria. C+T: Constante+Tendencia incluidos en test raíz unitaria. 1 Hipótesis nula (H0 ): la series
tiene raíz unitaria. 2 Hipótesis nula (H0 ): la serie es estacionaria.
∗,∗∗,∗∗∗
Se rechaza H0 al 1 %, 5 % y 10 %.
+,++,+++
No se rechaza H0 al 1 %, 5 % y 10 %.
Cuadro 3: Test raíz unitaria: residuos estimación DOLS
TCRM
DF-GLS1 −2.12∗∗
PP1
−4.84∗
2
KPSS
0.08+++
TCRB I
TCRB II
TCRB III
−3.51∗
−5.23∗
0.04+++
−3.28∗
−5.21∗
0.21+++
−3.35∗
−5.36∗
0.16+++
Nota: TCRM: Tipo cambio real multilateral calculado por el
Fondo Monetario Internacional. TCRB I: Tipo cambio real bilateral calculado con el Índice de Precios al Consumidor (IPC)
de Estados Unidos. TCRB II: Tipo cambio real bilateral calculado con el Índice de Precios al Productor (IPP) de Estados
Unidos. TCRB III: Tipo cambio real bilateral calculado con
el Índice de Precios al Por Mayor (IPM) de Estados Unidos.
En todos los casos del bilateral se utiliza el IPC de República
Dominicana. DF-GLS: Dickey-Fuller Generalized Least Squares test. PP: Phillips-Perron test. KPSS: Kwiatkowski-PhillipsSchmidt-Shin test. 1 Hipótesis nula (H0 ): la series tiene raíz
unitaria. 2 Hipótesis nula (H0 ): la serie es estacionaria.
∗,∗∗,∗∗∗
Se rechaza H0 al 1 %, 5 % y 10 %.
+,++,+++
No se rechaza H0 al 1 %, 5 % y 10 %.
12
Cuadro 4: Test cointegración Pesaran et al. (2001)
TCRM
TCRB I
TCRB II
TCRB III
F-calculado
Límite superior al 95 %
Límite inferior al 95 %
5.81∗∗
2.38
2.37
2.37
2.37
3.60
3.61
3.61
3.61
6.89∗∗
4.80∗∗
4.80∗∗
Nota: El test busca determinar si existe cointegración entre cada una de las medidas de
tipo de cambio real y las variables fundamentales. TCRM: Tipo cambio real multilateral
calculado por el Fondo Monetario Internacional. TCRB I: Tipo cambio real bilateral calculado con el Índice de Precios al Consumidor (IPC) de Estados Unidos. TCRB II: Tipo
cambio real bilateral calculado con el Índice de Precios al Productor (IPP) de Estados Unidos. TCRB III: Tipo cambio real bilateral calculado con el Índice de Precios al Por Mayor
(IPM) de Estados Unidos. En todos los casos del bilateral se utiliza el IPC de República Dominicana. Hipótesis nula (H0 ): no existe relación de largo plazo entre las series; si
el F-calculado sobrepasa el límite superior se rechaza la hipótesis nula, si está entre los
dos límites es inconclusa y si está por debajo del límite inferior no se puede rechazar la
hipótesis nula.
∗∗
Se rechaza H0 al 5 %.
Cuadro 5: Coeficientes de la relación de equilibrio
TCRM (FMI)
DOLS
VAR
VCP
FBCP
CPUP
RD
−0.40∗
0.35∗
−0.16
0.008∗
−0.35∗
0.29∗
−0.36∗∗
0.011∗
TCRB I (IPC)
DOLS
VAR
−0.3∗∗
0.11
−2.15∗∗∗
0.016∗
−0.83∗
0.06
−0.05
0.027∗
TCRB II (IPP)
DOLS
VAR
−0.32∗
0.4∗
−0.25∗∗∗
0.007∗
−0.18∗∗
0.22∗
−0.74∗
0.014∗
TCRB III (IPM)
DOLS
VAR
−0.28∗
0.36∗
−0.25∗∗
0.007∗
−0.17∗∗
0.2∗∗
−0.62∗
0.013∗
Nota: Estimaciones en logarítmos utilizando Dynamic Ordinary Least Squares (DOLS) y Vector Autoregression
(VAR). TCRM: Tipo cambio real multilateral calculado por el Fondo Monetario Internacional. TCRB I: Tipo
cambio real bilateral calculado con el Índice de Precios al Consumidor (IPC) de Estados Unidos. TCRB II:
Tipo cambio real bilateral calculado con el Índice de Precios al Productor (IPP) de Estados Unidos. TCRB
III: Tipo cambio real bilateral calculado con el Índice de Precios al Por Mayor (IPM) de Estados Unidos.
En todos los casos del bilateral se utiliza el IPC de República Dominicana. ACP: Volumen de comercio
(exportaciones + importaciones) como porcentaje del Producto Interno Bruto (PIB). FBCP: Formación bruta
de capital como porcentaje del PIB. CPUP: Consumo público como porcentaje del PIB. RD: Diferencial de
tasas de interés entre tasa real dominicana y tasa real estadounidense.
∗
Significativo al 1 %; ∗∗ Significativo al 5 %; ∗∗∗ Significativo al 10 %.
13
Cuadro 6: Desviaciones con respecto al equilibrio estimado-DOLS
TCRM (FMI)
TCRB I (IPC)
TCRB II (IPP)
TCRB III (IPM)
Desequilibrio promedio 2011 ( %)
Desequilibrio 2012Q1 ( %)
1.42
-13.19
-2.36
-1.78
0.91
0.57
-2.17
-1.53
Nota: Estimaciones utilizando Dynamic Ordinary Least Squares (DOLS). TCRM: Tipo cambio real
multilateral calculado por el Fondo Monetario Internacional. TCRB I: Tipo cambio real bilateral
calculado con el Índice de Precios al Consumidor (IPC) de Estados Unidos. TCRB II: Tipo cambio
real bilateral calculado con el Índice de Precios al Productor (IPP) de Estados Unidos. TCRB
III: Tipo cambio real bilateral calculado con el Índice de Precios al Por Mayor (IPM) de Estados
Unidos. En todos los casos del bilateral se utiliza el IPC de República Dominicana.
Cuadro 7: Desviaciones con respecto al equilibrio estimado-VAR
TCRM (FMI)
TCRB I (IPC)
TCRB II (IPP)
TCRB III (IPM)
Desequilibrio promedio 2011 ( %)
Desequilibrio 2012Q1 ( %)
-0.88
1.88
-6.65
-4.96
-0.32
-4.45
-3.58
-2.59
Nota: Estimaciones utilizando Vector Autoregression (VAR). TCRM: Tipo cambio real multilateral
calculado por el Fondo Monetario Internacional. TCRB I: Tipo cambio real bilateral calculado
con el Índice de Precios al Consumidor (IPC) de Estados Unidos. TCRB II: Tipo cambio real
bilateral calculado con el Índice de Precios al Productor (IPP) de Estados Unidos. TCRB III: Tipo
cambio real bilateral calculado con el Índice de Precios al Por Mayor (IPM) de Estados Unidos.
En todos los casos del bilateral se utiliza el IPC de República Dominicana.
Cuadro 8: Desequilibrios índices CMCA
T CRMcmca
Desequilibrio promedio 2011 ( %)
Desequilibrio 2012 ( %)
DOLS
-10.27
-6.21
VAR
-6.09
0.52
T CRBcmca
DOLS
-11.49
-5.86
VAR
-4.71
1.01
Nota: CMCA: Consejo Monetario Centroamericano. Dynamic Ordinary Least
Squares (DOLS) y Vector Autoregression (VAR). T CRMcmca : Tipo cambio real
multilateral calculado por el CMCA. T CRBcmca : Tipo cambio real bilateral con
respecto al Dólar de Estados Unidos calculado por el CMCA.
14
Figura 1: Tipo de cambio real multilateral observado (FMI) vs. Estimación del equilibrio utilizando Dynamic
Ordinary Least Squares (DOLS).
Figura 2: Desviación del tipo de cambio real multilateral (FMI) con respecto de su nivel de equilibrio estimado por DOLS.
15
Figura 3: Tipo de cambio real multilateral observado (FMI) vs. Estimación del equilibrio utilizando Vector
Auto Regression (VAR).
Figura 4: Desviación del tipo de cambio real multilateral (FMI) con respecto de su nivel de equilibrio estimado por VAR.
16
Figura 5: Tipo de cambio real bilateral observado (IPC) vs. Estimación del equilibrio utilizando Dynamic
Ordinary Least Squares (DOLS).
Figura 6: Desviación del tipo de cambio real bilateral (IPC) con respecto de su nivel de equilibrio estimado
por DOLS.
17
Figura 7: Tipo de cambio real bilateral observado (IPC) vs. Estimación del equilibrio utilizando Vector Auto
Regression (VAR).
Figura 8: Desviación del tipo de cambio real bilateral (IPC) con respecto de su nivel de equilibrio estimado
por VAR.
18
Figura 9: Tipo de cambio real bilateral observado (IPP) vs. Estimación del equilibrio utilizando Dynamic
Ordinary Least Squares (DOLS).
Figura 10: Desviación del tipo de cambio real bilateral (IPP) con respecto de su nivel de equilibrio estimado
por DOLS.
19
Figura 11: Tipo de cambio real bilateral observado (IPP) vs. Estimación del equilibrio utilizando Vector Auto
Regression (VAR).
Figura 12: Desviación del tipo de cambio real bilateral (IPP) con respecto de su nivel de equilibrio estimado
por VAR.
20
Figura 13: Tipo de cambio real bilateral observado (IPM) vs. Estimación del equilibrio utilizando Dynamic
Ordinary Least Squares (DOLS).
Figura 14: Desviación del tipo de cambio real bilateral (IPM) con respecto de su nivel de equilibrio estimado
por DOLS.
21
Figura 15: Tipo de cambio real bilateral observado (IPM) vs. Estimación del equilibrio utilizando Vector
Auto Regression (VAR).
Figura 16: Desviación del tipo de cambio real bilateral (IPM) con respecto de su nivel de equilibrio estimado
por VAR.
22
Figura 17: Volumen de comercio de los Estados Unidos con respecto a la República Dominicana expresado
como porcentaje del volumen de comercio total de la República Dominicana.
Figura 18: Volumen de comercio de los países emergentes de Asia con respecto a la República Dominicana
expresado como porcentaje del volumen de comercio total de la República Dominicana.
23
SERIE DE ESTUDIOS ECONOMICOS
No. 8
Estimación del Tipo de Cambio Real de
Equilibrio en la República Dominicana
Banco Central
de la República Dominicana
Harold A. Vásquez-Ruíz*
Rafael Rivas Cueto*
Banco Central de la República Dominicana
[email protected]
Diciembre, 2012
Las opiniones expresadas en el texto son de la exclusiva responsabilidad
del autor.
* Departamento Internacional del Banco Central de la República
Dominicana.